Resumo

Objetivou-se obter parâmetros genéticos para resistência a carrapatos, nematoides gastrointestinais e Eimeria spp. em bovinos Nelore com modelos de regressão aleatória em análises uni e bicaracterísticas. Foram utilizados 4.270, 3.872 e 3.872 registros de contagens de carrapatos, ovos de nematoides gastrointestinais e oocistos de Eimeria spp. por grama de fezes, provenientes de 1.188, 1.142 e 1.142 animais, respectivamente, com idades entre 146 e 597 dias. Os animais foram classificados em resistentes (contagens iguais a zero) ou susceptíveis (contagens superiores a zero) para cada parasito. As amostras das distribuições a

posteriori dos parâmetros genéticos foram obtidas por meio do amostrador de Gibbs. Os

modelos estatísticos contemplaram os efeitos fixos de grupo de contemporâneo e a trajetória média, e como efeitos aleatórios, o genético aditivo e ambiente permanente direto e o resíduo. A trajetória média e os efeitos aleatórios foram modelados com polinômios de Legendre de linear ao quinto grau. A trajetória média da resistência a carrapatos e nematoides gastrointestinais foi modelada satisfatoriamente com polinômios lineares e um polinômio cúbico foi necessário para modelar a trajetória média da resistência a Eimeria spp. Polinômios lineares se ajustaram de maneira satisfatória aos efeitos aleatórios incluídos nos modelos para as resistências aos três parasitos. Os valores de herdabilidade foram de baixa a alta magnitude e variaram entre 0,07 a 0,30, 0,02 a 0,34 e 0,04 a 0,39 para a resistência a carrapatos, nematoides gastrointestinais e Eimeria spp., respectivamente. Em geral, as médias a

posteriori das correlações genéticas e ambientais entre as características de resistência foram

baixas e os intervalos de alta densidade foram amplos, e incluíram o zero em muitos casos. As médias a posteriori das correlações genéticas e ambientais aos 205, 365, 450 e 550 dias para a mesma característica, foram favoráveis em idades próximas e desfavoráveis nos extremos. Verificou-se a existência de variabilidade genética para as características de resistência em bovinos Nelore, e estas podem ser incluídas nos programas de seleção da raça. A seleção pode aumentar a frequência de animais resistentes em qualquer idade do intervalo avaliado.

3.2. Introdução

Infestações parasitárias são entraves para a produção de bovinos de corte no mundo. Os parasitas são responsáveis por perdas produtivas, reprodutivas e econômicas nos sistemas de criação. A técnica convencional de controle dos parasitos é a aplicação de produtos químicos, que acarretam em aumentos nos custos de produção, podem deixar resíduos na carne (Spisso et al., 2009) e resultar na seleção de parasitas resistentes aos princípios ativos (Klafke et al., 2006; Jonsson e Hope, 2007; Knox et al., 2012). Neste contexto, justifica-se a utilização de métodos complementares de controle, como a seleção de animais resistentes aos parasitas.

As características de resistência podem ser mensuradas repetidas vezes durante a vida do animal, sendo denominados dados longitudinais. Tradicionalmente, tais características são avaliadas por modelos de repetibilidade (Mackinnon et al., 1999; Burrow, 2001; Fraga et al., 2003; Budeli et al., 2009; Morris & Amyes, 2012). Esses modelos assumem premissas não realistas, uma vez que consideram que medidas no mesmo indivíduo representam uma única característica, e que as correlações entre as diversas observações obtidas do mesmo animal são iguais a um. Modelos de regressão aleatória são adequados para avaliação de dados longitudinais (MRA) porque descrevem estruturas de covariâncias dos efeitos aleatórios de interesse ao longo do intervalo avaliado, fornecem estimativas dos parâmetros genéticos para cada idade e aumentam a acurácia da avaliação (Meyer, 2004 e 2005).

Dessa forma, objetivou-se identificar o modelo de regressão aleatória mais adequado para análise de dados de resistência a carrapatos, nematoides gastrointestinais e protozoários do gênero Eimeria em bovinos Nelore, bem como obter parâmetros genéticos para essas características, por meio de inferência bayesiana.

3.3. Material e Métodos

Todos os procedimentos experimentais utilizados neste trabalho foram aprovados pelo Comitê de Ética em Experimentação Animal da Universidade Federal de Minas Gerais (Protocolo nº 255/2010).

O experimento foi realizado na Fazenda Mundo Novo, localizada no município de Uberaba, Minas Gerais. As condições edafoclimáticas da propriedade são condizentes com regiões de cerrado, apresentando solos ácidos e pobres em nutrientes, pluviosidade média

anual de 1.400 mm, com maior concentração das chuvas nos meses de outubro à março, e

temperaturas médias anuais altas, variando entre 5˚C (mínima, inverno) à 39˚C (máxima,

verão). A área da fazenda é de 4.250 hectares, dos quais 2.800 hectares são destinados aos pastos e 1.450 hectares são áreas de reservas naturais. A área de pastagem estava divida em piquetes de aproximadamente 30 hectares, nos quais foram mantidos lotes formados por 30 vacas com bezerro ao pé, ou lotes de manejo com 40 animais desmamados, com taxa de lotação de aproximadamente de 0,98 UA/ha. Os animais utilizados no experimento eram Nelores puro de origem (PO), registrados junto à Associação Brasileira de Criadores de Zebu. Eles foram provenientes de monta natural ou inseminação artificial. No primeiro caso, cada lote de fêmeas permaneceu com um touro por um período de 90 dias. Rufiões com buçal marcador foram utilizados para a identificação do cio. Os rufiões eram mestiços Nelore x Holandês, e permaneceram juntos às fêmeas durante cinco meses, de novembro a abril. As relações rufião:vaca foram de 1:50 para vacas solteiras e 1:25 para vacas paridas. A época de nascimento ocorre entre julho e dezembro de cada ano. Os animais foram criados a pasto com gramíneas do gênero Brachiaria com suplementação mineral durante todo o ano. A disponibilidade de água foi garantida por pequenas represas ou reservatórios naturais em cada piquete. As aplicações de vermífugos ocorreram ao nascimento e na desmama, e esporadicamente em alguns lotes mais acometidos por nematoides gastrointestinais. Nenhum produto carrapaticida ou anticoccidiano foi utilizado durante o experimento.

A coleta dos dados foi realizada entre abril de 2010 e junho de 2013. Foram efetuadas contagens de carrapatos em bovinos infestados naturalmente e coletadas amostras de fezes para contagens de ovos de nematoides gastrointestinais ou oocistos de Eimeria spp. por grama de fezes. As contagens de carrapatos foram realizadas de acordo com a técnica proposta por Wharthorn & Utech (1970). As amostras de fezes foram extraídas diretamente do reto dos animais, com sacos plásticos devidamente identificados e lubrificados. O material foi transportado em caixas de isopor adequadamente resfriadas até o Laboratório de Parasitoses da Universidade Federal de Minas Gerais, onde os exames foram realizados segundo a técnica de MacMaster Modificada (Ueno & Gonçalves, 1998). Foram realizadas até três mensurações nas fêmeas aos 205, 365 e 550 dias e até seis medidas nos machos participantes de provas de ganho de peso com mensurações a cada 56 dias em média, depois da desmama. Após as contagens, os animais foram classificados como resistentes (contagens iguais a zero, escore = 1) ou susceptíveis (contagens superiores a zero, escore = 0) para cada parasito separadamente. Esse procedimento foi adotado em função das características de resistência a nematoides

gastrointestinais e Eimeiria spp. serem variáveis instáveis e oscilarem muito de acordo com a consistência das fezes e da frequência de eliminação de ovos e oocistos na fezes. Além disso, a técnica de MacMaster Modificada apresenta alta sensibilidade e identifica melhor os animais com contagens maiores do que zero, respaldando a escolha dessa abordagem.

Os conjuntos de dados consideraram apenas registros das características de resistência dos 146 aos 597 dias de idade. Foram desconsideradas informações de animais com menos de duas observações, medidas cujo intervalo de utilização de qualquer produto anti-parasitário foi menor que 120 dias e grupos de contemporâneos com menos de quatro informações e três animais. Após as restrições, foram formados três bancos de dados, um para cada característica. A base de dados de resistência a carrapatos foi composta por 4.270 observações, provenientes de 1.188 animais, filhos de 968 vacas e 88 touros. As bases de dados de resistência aos nematoides gastrointestinais e Eimeria spp. foram compostas por 3.872 registros de 1.142 bezerros, filhos de 933 vacas e 88 touros. No total, 21%, 26%, 38%, 2% e 13% dos animais no banco de dados de carrapatos tinham duas, três, quatro, cinco e seis observações cada, respectivamente. Para o banco de dados de nematoides gastrointestinais e

Eimeria spp., 26%, 30%, 31%, 5% e 8% dos animais possuíam duas, três, quatro, cinco e seis

observações cada, respectivamente. A matriz de parentesco foi composta por 15.927 animais, sendo 5.327 vacas e 566 touros.

As características de resistência foram avaliadas por meio de modelos de regressão aleatória em análise uni e bicaracterísticas. As análises bicaracterísticas entre as características de resistência foram realizadas com os modelos de melhor ajuste definido pelo BIC (Bayesian Information Criterion) nas análises unicaracterísticas. Os modelos contemplaram os efeitos fixos da trajetória média da população e dos grupos de contemporâneos (ano e mês de nascimento, sexo e lote de manejo), e como efeitos aleatórios, o genético aditivo e de ambiente permanente direto e o resíduo. Para a modelagem da trajetória média e dos efeitos aleatórios foram considerados modelos unicaracterísticos com polinômios ortogonais de Legendre (linear ao quíntico) sobre a idade do bezerro no dia da coleta.

O modelo geral utilizado pode ser definido como:

ijm j l k l ml j l k l ml j l k l l i ijm gc f id a id p id e y p a b     







      ) ( ) ( ) ( * 1 1 * 1 1 * 1 1 3 3 3 2 2 2 1 1 1  

em que: y_ijm = observação de resistência do animal m na idade j do grupo de contemporâneos i; gc = grupo de contemporâneos _i i; fl₁ = coeficientes de regressão para

descrever a trajetória média da população; _l(id*_j) = polinômios ortogonais de Legendre para as idades padronizadas de -1 a 1; a_ml2 e p_ml3 = coeficientes da regressão aleatória para os efeitos genético aditivo e de ambiente permanente direto do animal m , respectivamente; k , _b

a

k e kp = ordens dos polinômios de Legendre utilizados para modelar a trajetória média, e os efeitos aleatórios genético aditivo e de ambiente permanente direto, respectivamente; e_ijm = resíduo associado a cada observação.

Em notação matricial o modelo pode ser escrito da seguinte forma:

e p Z a Z Xb y  ₁  ₂ 

em que: y = o vetor com as observações das características de resistência; b = o vetor com a

solução dos efeitos fixos, incluindo a trajetória média da população; X = matriz de incidência dos efeitos fixos; Z e ₁ Z = matrizes de incidência dos efeitos aleatórios genético aditivo ₂

direto e ambiente permanente direto; a e p = vetores com as soluções dos efeitos aleatórios

genético aditivo direto e de ambiente permanente direto, respectivamente; e = vetor aleatório

dos resíduos associados a cada observação. Foram consideradas as seguintes pressuposições associadas aos efeitos aleatórios:

                       n e p p a I I K A K e p a Var 2 0 0 0 0 0 0  ;

em que: K_a = matriz de covariância dos coeficientes de regressão para o efeito aleatório genético aditivo direto; A = matriz com os coeficientes de parentesco de Wright; K_p = matriz de covariância dos coeficientes de regressão para o efeito aleatório de ambiente permanente individual; I_p = matriz identidade de ordem igual ao número de animais com dados; 2

e

 = variância residual; I = matriz identidade de ordem igual ao número de _n

observações; e  = produto direto entre as matrizes.

As distribuições a priori de modelos de regressão aleatórias com variáveis categóricas foram definidas de acordo com Tsuruta et al. (2009) e os parâmetros desconhecidos do modelo seguiram as seguintes distribuições a priori:

) , 0 ( ~ |K NMV G

a a , com GKa A , em que K é a matriz que contém as a covariâncias entre os coeficientes de regressão aleatórios para os efeitos genéticos aditivos diretos, e A é a matriz com os coeficientes de parentesco de Wright;

) , 0 ( ~ |K NMV P

p _p , com PK_pI_p , em que K_p é a matriz que contém as covariâncias entre os coeficientes de regressão do efeito de ambiente permanente direto, e I_p

é uma matriz identidade; e

) , ( ~ , | 2 1 2 a a a a a a v S W v v S K  , | , 2~ 1( , 2) p p p p p p v S W v v S K  e 2| , 2~ 1( , 2) e e e e e e v S W v vS   em que v , _a 2 a

S , v_p, S , e 2_p v , _e Se2, representam os graus de confiança e os valores a priori para as

covariâncias dos coeficientes de regressão dos efeitos genéticos aditivos diretos, de ambiente permanente direto e o resíduo, respectivamente.

Os termos NMV e W correspondem às distribuições normal multivariada e Wishart 1

invertida. A variância residual foi considerada homogênea com valor igual à unidade para todas as análises genéticas.

As amostras das distribuições condicionais completas foram obtidas por meio do amostrador de Gibbs utilizando o programa THRGIBBS1F90 (Tsuruta & Misztal, 2006). Foram consideradas cadeias com 410.000 ciclos, descarte inicial de 10.000 amostras, e intervalo de amostragem de 200 ciclos. O tamanho da cadeia foi definido em análises preliminares de acordo com o método de Raftery & Lewis (1992), disponíveis no pacote BOA (Smith, 2005), do programa R (The R Foundation for Statistical Computing, 2009). A convergência das cadeias definitivas foi avaliada por meio do critério proposto por Geweke (1992) disponível no mesmo programa e por inspeção visual dos valores amostrados.

Os diferentes modelos de regressão aleatória foram nomeados da seguinte forma: r

k k kb a p

CARAC , em que CARAC = a característica estudada (resistência a carrapatos, nematoides gastrointestinais ou Eimeria spp.); k , _b k e _a kp = número de coeficientes de

regressão (incluindo o intercepto) da trajetória média, do efeito genético aditivo direto e de ambiente permanente direto, respectivamente e r = variância residual.

A comparação dos modelos iniciou-se com o modelo mais parametrizado com ajuste de polinômios de Legendre do quinto grau para todos os efeitos aleatórios. Inicialmente, foram comparados os modelos com diferenças nas ordens (linear ao quinto grau) do polinômio de Legendre associado com a trajetória média, mantendo-se as ordens dos polinômios de Legendre associados com os efeitos genético aditivo e de ambiente permanente

direto constantes (quinto grau). As comparações dos modelos foram realizadas com base no BIC (Bayesian information criterion) e na inspeção dos componentes de covariância. Após a escolha da ordem do polinômio para esse efeito, o mesmo procedimento foi repetido para ajustar os efeitos aditivo e de ambiente permanente direto.

O BIC (Schwarz, 1978) foi obtido por meio da equação: )] [log( ) ( par n D BIC   ,

em que: D()E_|y[D()], representa a esperança a posteriori dos desvios bayesianos, par

é o número de parâmetros aleatórios do modelo e log( n é o logaritmo natural do número de ) observações. Menores valores de BIC indicam modelos de melhor ajuste com menor grau de complexidade.

Adicionalmente, foram obtidas as respostas a seleção direta de acordo com os componentes de (co)variância. A intensidade de seleção (i) considerada foi de 2,27 (3% de animais selecionados) para os machos e de 0,80 (50% de animais selecionados) para fêmeas, o que resultou em uma intensidade de seleção média de 1,535. As respostas diretas à seleção foram calculadas por meio da equação:

f

ih G 2

 ,

em que: G = representa o ganho genético esperado por geração; i = intensidade de seleção; 2

h = herdabilidade da característica;  = desvio padrão fenotípico para a característica. _f

3.4. Resultados e Discussão

A maior concentração das observações ocorreu em torno de 205, 365, 450 e 550 dias de idade, com menores concentrações nos extremos do intervalo (Figura 3.1) porque as coletas de dados ocorrem quando as médias de idade dos animais do mesmo lote estão próximas das idades consideradas padrões para raças zebuínas.

Figura 3.1. Número de observações (linhas e pontos negros) e porcentagem de animais resistentes (barras cinzas) para as características de resistência a carrapatos, nematoides gastrointestinais (OPG) e Eimeria spp. (OOPG).

A porcentagem de animais resistentes a carrapatos e nematoides gastrointestinais variou ao longo do intervalo. Esse comportamento pode ser atribuído à época de nascimento que tem duração de seis meses. Essa diferença permite que animais de mesma idade sejam avaliados em diferentes datas de coletas, e consequentemente em diferentes estações climáticas o que justifica ausência de um padrão de infestação desses parasitos. No caso da resistência a Eimeira spp., porcentagens iguais a 100% foram obtidas na maioria das idades (Figura 3.1). De acordo com Taylor & Catchpole (1994), as infecções clínicas por protozoários do gênero Eimeria tem maior prevalência em animais jovens, e acomete principalmente bovinos com três semanas a seis meses de idade. O aspecto epidemiológico da doença pode ter contribuído para a infecção dos animais antes do intervalo avaliado, e estes adquiriram imunidade específica para as principais espécies de Eimeria prevalentes na fazenda. Este fato pode ter aumentado à porcentagem de animais resistentes ao longo do intervalo. A taxa de lotação baixa (0,98 UA/ha) e a formação de lotes de manejo com animais da mesma faixa etária, também pode ter contribuído para menor infestação dos animais por

Eimeria spp., e consequentemente na maior porcentagem de animais resistentes.

As contagens de carrapatos exibiram os maiores valores de média e mediana dos 146 aos 274 com 10,09 e 4 fêmeas ingurgitas por animal, respectivamente (Figura 3.2). Segundo Gonzales (2003), a contagem de carrapatos pode sugerir o grau de infestação dos animais, em que 1 a 5 indica infestação leve, 5 a 20 infestação moderada, 20 a 50 infestação alta e acima de 50 infestação muito alta. Os resultados indicaram infestações de carrapatos de leve a moderada no rebanho avaliado, dos 146 aos 597 dias. As contagens de ovos por gramas de fezes apresentaram os maiores valores de média e mediana dos 452 aos 597 dias,

correspondentes a 497,5 e 300 ovos por gramas de fezes (Figura 3.2). De acordo com Ueno & Gonçalves (1998), contagens de ovos por gramas de fezes em infecções mistas de até 200 ovos indicam infestações leves, de 200 a 700 ovos indicam infestações moderadas, e acima de 700 representam infestações graves. De modo geral, a infestação por nematoides gastrointestinais na propriedade pode ser considerada moderada dos 398 aos 451 dias, e leve nas demais classes de idade. As contagens de oocistos por gramas de fezes foram baixas com mediana igual à zero para todos os intervalos de idade, e o maior valor de média foi de 169,9 oocistos por gramas de fezes dos 146 aos 274 dias (Figura 3.2). Em geral, os resultados das contagens de carrapatos, ovos e oocistos por gramas de fezes podem sugerir que os animais da propriedade são pouco desafiados em relação a esses parasitos.

Figura 3.2. Gráficos de Box-Plot para as sete classes de idade das contagens de carrapatos, ovos por gramas de fezes e oocistos por gramas de fezes em uma população de bovinos Nelore.

Em geral, os valores do BIC foram menores nos modelos com menor número de parâmetros, para todas as características (Tabela 3.1). Esse resultado é consequência da penalidade que o critério impõe sobre modelos mais parametrizados, e indica que o melhor ajuste foi associado a menor grau de complexidade. Para a modelagem da trajetória média, os valores de BIC indicaram polinômios lineares como os mais adequados para a resistência a carrapatos e nematoides gastrointestinais, e um polinômio cúbico para resistência a Eimeria spp. Polinômios lineares foram suficientes para modelagem dos efeitos genético aditivo e de ambiente permanente direto para todas as características, de acordo com o BIC. Arango et al. (2004), analisando dados de peso de vacas até a idade adulta, concluíram que a estrutura de covariância do efeito de ambiente permanente é muito complexa e requer polinômios de Legendre de ordem elevadas para um ajuste adequado. Contudo, os resultados do presente

trabalho não corroboram com aquela hipótese, provavelmente porque as características são diferentes e o intervalo estudado no presente trabalho foram menores.

Tabela 3.1. Número de coeficientes de regressão dos polinômios de Legendre para a trajetória média (k_b), efeito genético aditivo direto (k_a), de ambiente permanente (k_p), número de parâmetros do modelo ( p), e Bayesian Information Criterion (BIC) para os modelos de regressão aleatória utilizados nas análises para a resistência a carrapatos ( BIC_CAR ), nematoides gastrointestinais (BIC_OPG) e Eimeria spp. (BIC_OOPG) em bovinos Nelore.

Modelo _{kb ka} k_p p _{BICCAR BICOPG} BIC_OOPG

LEG666 6 6 6 43 12.525,0749 12.525,0749 11.366,4736 LEG 566 5 6 6 43 12.532,0115 11.411,2190 11.367,7348 LEG 466 4 6 6 43 12.528,4310 11.399,2997 11.360,7410 LEG 366 3 6 6 43 12.526,2066 11.402,2995 11.366,4362 LEG 266 2 6 6 43 12.525,0584 11.391,7914 11.361,2115 LEG256 2 5 6 37 12.465,6218 11.340,1898 - LEG246 2 4 6 32 12.425,1444 11.297,9639 - LEG236 2 3 6 28 12.392,8724 11.253,4180 - LEG226 2 2 6 25 12.366,4676 11.224,8280 - LEG456 4 5 6 37 - - 11.316,4907 LEG446 4 4 6 32 - - 11.274,9411 LEG436 4 3 6 28 - - 11.240,1859 LEG426 4 2 6 25 - - 11.217,5426 LEG225 2 2 5 19 12.320,4549 11.189,3947 - LEG224 2 2 4 14 12.291,1029 11.198,2896 - LEG223 2 2 3 10 12.254,4131 11.175,1116 - LEG222 2 2 2 7 12.232,1101 11.161,0649 - LEG425 4 2 5 19 - - 11.167,6974 LEG424 4 2 4 14 - - 11.129,7469 LEG423 4 2 3 10 - - 11.106,5271

LEG = Polinômios de Legendre

Após a seleção sequencial dos efeitos, o BIC indicou os modelos CAR2221, OPG2221 e 4221

OOPG , como os mais adequados para descreverem as mudanças dos componentes de covariâncias dos efeitos aleatórios ao longo do intervalo (Tabela 3.1). As maiores variâncias estiveram associadas aos coeficientes lineares utilizados para modelar os efeitos genético

aditivo direto e de ambiente permanente (Tabela 3.2). As covariâncias e correlações do intercepto com o coeficiente linear foram negativas para todas as características. Esse comportamento não foi observado por Silva et al. (2011), que avaliaram modelos de regressão aleatória para contagens de ovos por gramas de fezes em bovinos da raça Angus. Os mesmos autores estimaram maiores valores de variância para o intercepto das matrizes de covariância aditiva direta e de ambiente permanente, e também covariâncias e correlações positivas entre o intercepto e o coeficiente linear das mesmas matrizes. Parte dessa discrepância pode ser explicada por diferenças na forma de estudo da resistência. Os autores citados trabalharam com as contagens de ovos por grama de fezes, e com polinômios de Legendre cúbicos para ajuste da trajetória média, e dos efeitos aditivo direto e de ambiente permanente.

Tabela 3.2. Médias a posteriori das variâncias (diagonal), covariâncias (abaixo da diagonal), e

correlações (acima da diagonal) entre os coeficientes de regressão e os autovalores (λ) das

matrizes de covariâncias dos modelos CAR₂₂₂₁, OPG₂₂₂₁ e OOPG₄₂₂₁, para os efeitos genético aditivo direto e de ambiente permanente direto.

2221 CAR Efeitos Ordem 0 1 λ Aditivo direto 0 0,2007 -0,1586 0,3764 1 -0,0430 0,3660 0,1902 Ambiente Permanente 0 0,3610 -0,4829 0,5736 1 -0,1940 0,4471 0,2346 2221 OPG Efeitos Ordem 0 1 λ Aditivo direto 0 0,2098 -0,5112 0,3670 1 -0,1221 0,2720 0,1149 Ambiente Permanente 0 0,3529 -0,5142 0,6872 1 -0,2239 0,5373 0,2030 4221 OOPG Efeitos Ordem 0 1 λ Aditivo direto 0 0,1112 -0,0980 0,5085 1 -0,0234 0,5072 0,1098 Ambiente Permanente 0 0,2406 -0,4401 1,0758 1 -0,2179 1,0180 0,1837

Os autovalores das matrizes de covariância dos coeficientes de regressão foram pequenos para todas as características, com valores próximos à zero para o intercepto e o

No documento Análise genética de características de crescimento e de resistência a parasitos em bovinos Nelore por meio de regressão aleatória (páginas 41-75)